潘世磊

(中南財經政法大學 工商管理學院，湖北 武漢 430073)

一、引言及文獻綜述

在我國經濟依靠投資和出口獲得高速增長后，經濟增長進入“新常態(tài)”，而城鎮(zhèn)化被視為新常態(tài)下經濟增長的“新引擎”。城鎮(zhèn)化導致農村人口向城鎮(zhèn)集聚，同時城鎮(zhèn)經濟的快速發(fā)展使得城鎮(zhèn)居民飲食消費結構發(fā)生變化，而農村人口作為農業(yè)生產勞動力投入的重要來源，直接影響到農業(yè)供給側結構的變動。城鎮(zhèn)化促進了經濟社會發(fā)展，而另一面隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展，農村環(huán)境污染、農村貧困、農村空心化、老齡化等問題凸顯，農村正逐漸走向衰落。黨的十九大和中央經濟工作會議都強調實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，堅持農業(yè)農村優(yōu)先發(fā)展。顯然，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略為農村農業(yè)的發(fā)展指明了方向，但在現階段城鄉(xiāng)二元結構仍存在的情況下，不能不重視城鎮(zhèn)化對農業(yè)的影響。城鎮(zhèn)化水平對農業(yè)供給側結構究竟會產生怎樣的影響？研究城鎮(zhèn)化對農業(yè)供給側結構影響的因素對于調整需求側和供給側均衡，確保經濟穩(wěn)定增長具有重要意義。

當前我國農業(yè)生產受生產成本和價格的“雙板擠壓”，農民從事農業(yè)生產收益減少；同時，糧食產量、庫存量和進口量“三量齊增”，我國農業(yè)發(fā)展的主要矛盾已經由總量不足轉變?yōu)榻Y構性矛盾，急需從供給側對農業(yè)生產結構進行調整。農業(yè)供給側結構主要是指農業(yè)生產供給的各種農產品的比例。根據現階段我國農業(yè)供給側糧食作物供給相對過剩，非糧食作物供給種類、數量相對不足的特點，本文所指的農業(yè)供給側結構為糧食作物播種面積占總播種面積的比重；農業(yè)供給側結構優(yōu)化調整指的是糧食作物種植面積比重的減少。城鎮(zhèn)化水平對農業(yè)供給側結構變動會產生怎樣的影響？國內學者做了一定的探討，崔宇明、李玫、趙亞輝選取山東省17個地市的面板數據建立城鎮(zhèn)化與農業(yè)產業(yè)結構的回歸模型，結果表明城鎮(zhèn)化對農業(yè)結構調整在不同地區(qū)存在不同的影響[1]。項光輝、毛其淋在省級層面上采用工具變量兩階段最小二乘法，研究城鎮(zhèn)化對農業(yè)產業(yè)結構的影響，研究表明農村城鎮(zhèn)化顯著降低了農業(yè)、林業(yè)和服務業(yè)的比重，城鎮(zhèn)化對農業(yè)產業(yè)結構的影響存在顯著的區(qū)域差異[2]。羅富民則從理論和實證層面研究城鎮(zhèn)化對農業(yè)供給側結構變動的影響，研究表明城鎮(zhèn)化通過影響農產品消費需求結構和農業(yè)生產要素稀缺程度，對農業(yè)供給側結構變動產生影響[3]。

糧食主產區(qū)是糧食的主要提供者，是確保我國糧食安全的核心和支撐[4]。近年來糧食庫存量和進口量逐年增加，糧食價格上漲空間有限，農業(yè)供給側結構急需調整。而作為糧食生產主體的農民，收入增幅卻在降低。盡管糧食主產區(qū)農民收入來源呈現多元化的特征，但是與全國農民收入的平均構成相比，糧食主產區(qū)農民的收入中來自種植業(yè)的比例較高，來自非農產業(yè)的比重較低。糧食主產區(qū)農民的收入中，來自工資性收入不到25%，來自種植業(yè)的收入約為44.64%，糧食生產是糧食主產區(qū)農民生產的最重要部分[4]。種植業(yè)結構調整是農業(yè)產業(yè)結構調整的重要組成，可以提高資源配置效率和農業(yè)生產效應、增加農戶種植業(yè)收入[5-7]。城鎮(zhèn)化可以吸收農村剩余勞動力提高生產效率；可以導致食物消費結構轉變。食物消費結構轉變是中國農業(yè)種植結構變遷的主要驅動力量[8]。所以，研究糧食主產區(qū)城鎮(zhèn)化對農業(yè)供給側結構變動的影響，對確保糧食安全、農民增收都具有重要的現實意義。

綜上所述，已有研究關于城鎮(zhèn)化與農業(yè)供給側結構變動的成果較少，而針對糧食主產區(qū)城鎮(zhèn)化與農業(yè)供給側結構變動的成果更少。同時，在城鎮(zhèn)化量化指標選取方面學者普遍采用城鎮(zhèn)戶籍人口占總人口比重來衡量。這種方法是建立在戶籍制度基礎之上的，有些居民雖然居住于城鎮(zhèn)但卻并沒有城鎮(zhèn)戶口，采用戶籍人口來測度城鎮(zhèn)化水平實際上是對城鎮(zhèn)化水平的低估[9]，會使研究結論存在偏誤。鑒于此，在已有研究成果基礎上，本文將城鎮(zhèn)化率作為衡量城鎮(zhèn)化水平的自變量，將糧食作物種植面積占總播種面積的比重設定為農業(yè)供給側結構，從農業(yè)生產條件和農民兩個方面加入控制變量，揭示城鎮(zhèn)化水平對農業(yè)供給側結構變動的影響，以期為決策者提供參考。

二、模型設定、變量說明及數據來源

(一)模型設定

面板數據模型除能夠充分利用樣本信息之外，還能夠顯著增加自由度、降低變量之間的共線性、從不同經濟理論建立的模型中識別正確的模型等優(yōu)勢[9]。為此，分析城鎮(zhèn)化水平對農業(yè)供給側結構變動影響時，設定基礎分析模型：

PSi,t=α+βURi,t+μi+εi,t

(1)

其中，i表示地區(qū)，t表示時間，PSi,t表示第i地區(qū)t年的農業(yè)供給側結構，URi,t表示第i地區(qū)t年的城鎮(zhèn)化水平，μi為不可觀測的個體效應，εi,t為隨機誤差項。為降低數據的波動性，將(1)式兩邊取對數，(1)式轉變?yōu)椋?/p>

Ln(PS)i,t=α+βLn(UR)i,t+μi+εi,t

(2)

由于影響農業(yè)供給側結構的因素眾多，引入一些控制變量CONi,t，則(2)式轉變?yōu)?/p>

Ln(PS)i,t=α+βLn(UR)i,t+δCONi,t+εi,t

(3)

城鎮(zhèn)化作為一個動態(tài)發(fā)展的進程，對農業(yè)供給側結構的影響存在非線性的可能，基于此將模型(3)擴展為

(4)

(二)變量說明

被解釋變量農業(yè)供給側結構(PS)。本文借鑒已有成果，采用糧食作物播種面積與農作物總播種面積的比值，作為衡量農業(yè)供給側結構變動的變量。

城鎮(zhèn)化水平(UR)。城鎮(zhèn)化是農村人口向城鎮(zhèn)動態(tài)集聚的表現?？紤]數據的可得性及操作上的簡便性，采用操作性較強的單一指標對城鎮(zhèn)化進行測定。本文借鑒李優(yōu)樹等的方法[10]用城鎮(zhèn)戶籍人口占總人口的比重作為城鎮(zhèn)化水平的指標。

控制變量(CON)。農業(yè)供給側結構變動是多種因素相互作用、相互影響的結果。本文基于已有研究成果，從農業(yè)生產條件和農民自身狀況兩個方面選取指標。其中，選取農用機械總動力(TPM)和農用化肥施用量(CFAR)為農業(yè)生產條件指標；選取農村居民人均純收入(PNI)和農村老年撫養(yǎng)比(ODR)為農民自身狀況指標，綜合反映對農業(yè)供給側結構變動的影響?？紤]到農村居民人均純收入和農村老年撫養(yǎng)比之間存在的相互影響，加入二者的交乘項作為控制變量，分析二者的交互作用對農業(yè)供給側結構變動的影響。

(三)數據來源

數據樣本糧食主產區(qū)包括河北、遼寧、江蘇、山東、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、內蒙古和四川13個省份。所有數據均來自《中國統(tǒng)計年鑒》(1999～2017) 、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、中經網統(tǒng)計數據庫與中國宏觀經濟數據庫。各變量的描述性統(tǒng)計如表1所示：

表1 變量的描述性統(tǒng)計結果

三、面板數據的異方差與自相關檢驗

由于農業(yè)生產受地理環(huán)境和氣候因素影響較大，同一地區(qū)的農業(yè)生產結構可能存在趨同，另外，相鄰省份間經濟發(fā)展水平和發(fā)展模式彼此相互影響，同樣也會引致農業(yè)生產結構趨同。各個地區(qū)具有不同的發(fā)展模式和地理優(yōu)勢，農業(yè)生產結構存在一定的差異性，因此需要對面板數據進行組間異方差和組內自相關檢驗。組內異方差檢驗采用Greene提出的沃爾德檢驗方法[11]598，組內自相關檢驗采用Wooldridge提出的沃爾德檢驗方法[12]，組內同期相關檢驗采用Greene提出的Breusch-Pagan LM檢驗方法[11]601。檢驗結果如表2所示：

表2 面板數據異方差和自相關檢驗結果

由表2檢驗結果可知，檢驗值(P=0.000 0)在1%顯著水平上高度顯著，拒絕原假設，表明面板數據存在組間異方差和組內相關。

四、實證結果及分析

由于面板數據存在組間異方差和組內相關，因此采用全面FGLS方法對模型估計。根據變量顯著性水平及城鎮(zhèn)化對農業(yè)供給側影響的非線性影響，最終確定取對數后的城鎮(zhèn)化水平指數為3，即j=3。估計結果如表3所示：

表3 模型估計結果

續(xù)表3

注：(1) *、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平上顯著； (2)括號中的數字為所估系數的t值。

其中，模型1為作為對照的混合回歸模型估計結果；模型2為采用全面FGLS方法時組內自相關系數相同的情形，模型3為采用全面FGLS方法時每個面板都有自己的自回歸系數的情形。糧食主產區(qū)不同省份間以及同一省份的不同年份間，由于地理位置及城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的變化，不同地區(qū)和年份城鎮(zhèn)化對農業(yè)供給側結構的影響效果不具有完全同一性，同時結合變量顯著性水平可知，模型3總體比較恰當，因此，將模型3作為分析模型。

對中國整個糧食主產區(qū)而言，城鎮(zhèn)化水平的一次項系數為負(-8.161 1)，二次項系數為正(2.032 5)，三次項系數為負(-0.168 6)，表明城鎮(zhèn)化水平對農業(yè)供給側結構變動的影響呈現倒N型的特征，農業(yè)供給側結構隨著城鎮(zhèn)化水平的提高呈現“降低—提高—逐步下降”的發(fā)展趨勢。城鎮(zhèn)化外在的表現為農村人口向城鎮(zhèn)轉移、城鎮(zhèn)規(guī)模擴大和城鎮(zhèn)空間的延伸等方面。

首先，城鎮(zhèn)化表現為人的城鎮(zhèn)化，即農村人口向城鎮(zhèn)化的集聚。在城鎮(zhèn)化初期，隨著農村土地制度的改革，比如家庭聯產承包責任制的實行，農業(yè)生產效率得到大幅提升，農村剩余勞動力向城鎮(zhèn)轉移的需求增加。城鎮(zhèn)勞動密集型產業(yè)的發(fā)展需要大量勞動力，為農村剩余勞動力的轉移提供了機會。農村剩余勞動力的轉移受制于戶籍制度的桎梏，農村人口很難實現身份的轉變，在農忙時節(jié)會返回農村從事農業(yè)生產。另一方面，隨著經濟發(fā)展和城鎮(zhèn)化的逐步推進，城鎮(zhèn)人口和城鎮(zhèn)人均收入水平率先提高，而農村居民仍以農業(yè)收入為主要收入來源，人均收入提高相對城鎮(zhèn)居民滯后。為滿足城鎮(zhèn)居民由于收入提高帶來的農產品需求結構的變化，以及從事比較收益較高的非糧食作物生產帶來的較高經濟收益，農戶降低糧食作物種植面積。

其次，當城鎮(zhèn)化進入加速發(fā)展階段，此階段主要的表現為城鎮(zhèn)建設用地規(guī)模急速擴張、城鎮(zhèn)空間迅速增大。該階段農村耕地面積持續(xù)減少，農村剩余勞動力持續(xù)轉移，城鄉(xiāng)的收入差距也在此階段迅速增大。由于農業(yè)生產技術水平的提高和農用機械的廣泛運用，以及糧食作物生產不需要投入大量勞動力且適于大型農用機械生產的特點，農戶會增加糧食作物種植面積，進而有更多時間進城務工增加收入。隨著城鎮(zhèn)化的繼續(xù)發(fā)展，城鎮(zhèn)工業(yè)體系的完善和科技的進步，農業(yè)生產需要的勞動力逐漸減少，從而促使農村勞動力加速向城鎮(zhèn)轉移。由于長期以來工農產品收益差異的加大，從事農業(yè)生產的農村勞動力甚至放棄農田，從事非農產業(yè)。此時，在農業(yè)供給側，因為非糧食作物生產收益遠不及非農產業(yè)的收益，農民主要從事生產周期長、便于管理的糧食作物生產。

當城鎮(zhèn)化發(fā)展逐漸成熟后，城鎮(zhèn)產業(yè)結構面臨調整，低附加值的勞動密集型產業(yè)已經不能適應城鎮(zhèn)經濟社會發(fā)展的需要。城鎮(zhèn)產業(yè)結構的優(yōu)化調整升級需要滿足產業(yè)需求的工人，從農村轉移出來的農村勞動力缺失相關技能，不能勝任新的工作。從農村轉移出來的勞動力在同樣付出并沒有得到同等待遇的情況下，迫于無奈返回農村從事農業(yè)生產。長期以來實行的以城鎮(zhèn)為中心的發(fā)展戰(zhàn)略，導致農村出現“空心化”，農村人口流失和老齡化嚴重，部分農村逐步走向衰落。回流到農村的農戶，由于農村的衰落以及農村沒有其他產業(yè)的支撐，只能從事農業(yè)生產。加之國家對農業(yè)領域貿易的開放，國外糧食作物進口的增加，使得國內從事糧食作物生產的農戶不得不從事收益較高的非農糧食作物生產。同時，由于城鎮(zhèn)人均收入水平的大幅提高，飲食結構和生活質量提高的變化，客觀上需要類型多樣、安全的農產品。農戶為獲得較高經濟收益，開始降低糧食作物種植面積轉而增加經濟收益較高的非糧食作物種植面積，農業(yè)供給側結構再次出現調整。

在影響農業(yè)供給側結構變動的影響因素中，農用機械總動力的系數為正(0.007 5)，但不顯著。表明在糧食主產區(qū)，增加農用機械的投入能提高糧食作物種植面積，但作用不明顯，即增加農用機械的投入仍是提高糧食作物種植面積的影響因素之一，但已不是主要因素。在現有農用機械技術水平下，隨著農用機械投入在農業(yè)生產中逐漸趨于飽和，增加農用機械的邊際效率遞減，增加農用機械的投入已不能成為影響糧食作物種植面積的重要因素。

農用化肥施用量變量系數為負(-0.077 6)，且在1%顯著水平上高度顯著，表明增加農用化肥施用量顯著降低糧食作物的種植面積。原因如下：近年來國家逐步取消部分糧食作物最低收購價，部分糧食價格下降，以種植糧食作物為主要收入來源的農戶收入減少，而作為農業(yè)生產要素投入的農業(yè)化肥價格卻逐步增加。在農戶承擔大部分農業(yè)供給側結構變動風險的情況下，農戶顯然沒有動力增加收益逐漸減少的糧食作物的化肥投入，轉而會增加經濟收益相對較高的非糧食作物的化肥投入，以期增加收入。

農村居民人均純收入變量的系數為正(0.063 0)，且在5%的顯著水平上顯著。表明農村居民人均純收入的提高顯著增加糧食作物的種植面積，但系數較小影響作用有限。隨著農戶兼業(yè)程度的提高，非農收入在農戶總收入中的比例逐步增加，農戶從農業(yè)生產中獲得的經營性收入所占比例逐漸減小。當這種替代作用逐漸增強時，投入到糧食作物種植的勞動力會逐步減少，為獲得更高收入，農戶更傾向于種植勞動力投入相對更少的糧食作物，而非糧食作物。同時，也表明農戶依靠從事農業(yè)生產增加收入的可能性較小，農業(yè)生產經營收益小、風險大。

農村老年撫養(yǎng)比變量的系數為正(0.215 4)，且在5%的顯著水平上顯著。表明農村老年人比例的增加顯著增加糧食作物的種植面積。農村老年撫養(yǎng)比一方面反映了農村勞動力的養(yǎng)老負擔，另一方面反映農村人口老齡化程度。農村勞動力養(yǎng)老負擔的加重促使農村勞動力向收入更高的非農產業(yè)轉移，農業(yè)生產傾向于勞動力投入較少、收益相對穩(wěn)定的糧食作物；同時，由于農村老齡化程度加重，老年人成為農業(yè)生產的主力，老年人由于思想意識、農業(yè)技術認知和身體狀況等原因導致老年人抗風險能力較弱，從事收益相對較高的非糧食作物生產的動力不足，致使糧食作物種植面積增加。

農村居民人均純收入與農村老年撫養(yǎng)比的交乘項系數為負(-0.025 5)，且在5%顯著水平上顯著，表明二者的交互作用顯著影響糧食作物種植面積。農村居民人均純收入與農村老年撫養(yǎng)比解釋變量分別顯著正向影響糧食作物種植面積，而二者的交乘項卻顯著負向影響糧食作物種植面積。表明在現在農業(yè)生產以老年人為主的情況下，農民收入的增加一定程度上提高了農戶從事非糧食作物生產的抗風險能力，老年農戶在收入水平提高到一定程度后，愿意從事收益較高的非糧食作物生產。但較小的系數表明這種意愿對增加非糧食作物的生產影響作用較小?？梢钥闯?，在目前情況下，增加從事農業(yè)生產的老年農戶收入是促使農業(yè)供給側結構調整的重要因素，但老年農戶依靠從事非糧食作物生產增加收入的風險較大，可行性值得商榷。因此，現階段想方設法增加農民收入是進行農業(yè)供給側結構調整的充分而非必要條件，在農戶收入達到足以抵抗從事非糧食作物生產風險時，增加農民收入才是農業(yè)供給側結構調整的充分必要條件。

五、結論與啟示

運用1998～2016年糧食主產區(qū)面板數據分析城鎮(zhèn)化等因素對農業(yè)供給側結構變動的影響研究。結果表明：城鎮(zhèn)化水平對農業(yè)供給側結構變動的影響呈現倒N型的特征，農業(yè)供給側結構隨著城鎮(zhèn)化水平的提高呈現“降低—提高—逐步下降”的發(fā)展趨勢。農用化肥施用量和農村居民人均純收入與農村老年撫養(yǎng)比的交乘項對農業(yè)供給側結構變動具有顯著負向影響；農村居民人均純收入和農村老年撫養(yǎng)比對農業(yè)供給側結構變動具有顯著正向影響；農用機械總動力對農業(yè)供給側結構變動具有正向影響但不顯著。

基于以上結論本文得出以下啟示：總體來看，城鎮(zhèn)化對農業(yè)供給側結構變動存在非線性影響，農業(yè)供給側結構是隨著城鎮(zhèn)化變動而被動式的調整。在城鎮(zhèn)化初期，農業(yè)剩余勞動力轉移有限，為增加收入水平，農民應減少糧食作物種植面積，增加非糧食作物生產；城鎮(zhèn)化進入加速期，城鎮(zhèn)對農村的虹吸效應增強，農業(yè)勞動力的大量轉移致使農業(yè)生產勞動力不足，農業(yè)科技的發(fā)展使得從事糧食作物生產比較收益明顯，農民應增加糧食作物種植面積增加；城鎮(zhèn)化逐漸成熟后，進城農民回流，農村老齡化加重和年輕勞動力流失。老年人成為農業(yè)生產的主力，由于社會保障的不完善，土地仍然是農民重要的生活保障。城鎮(zhèn)居民消費結構變化和國家農業(yè)領域貿易開放力度的加大，在內因和外因共同作用下，農民為增加收入應逐漸增加非糧食作物生產，減少糧食作物種植面積。

在農業(yè)生產投入方面，化肥施用量的增加提高了糧食作物產量，但與此同時也降低農產品質量，農產品供給數量增大和質量的降低，一方面使得供給過剩，另一方面高質量產品供給不足，無法滿足消費者需求?；诖?，引導農戶合理減少化肥施用量，提高農產品質量，制定綠色農產品生產標準，逐步建立綠色農產品市場，保障農戶從事綠色農業(yè)生產的收益；進行收入分配制度改革，多舉措消除城鄉(xiāng)二元結構，多渠道多途徑提高農民收入水平；繼續(xù)重視農村老齡化、農民養(yǎng)老負擔過重的問題，解決農村老齡化、農民養(yǎng)老負擔過重問題，事關農業(yè)生產的可持續(xù)性和社會的公平性。因此，應該加強頂層設計，逐步統(tǒng)籌城鄉(xiāng)養(yǎng)老體系，完善農村養(yǎng)老、社會保險等保障制度，降低農民負擔，保障農民老有所養(yǎng)；增強非糧食作物農用機械的研發(fā)和推廣，在條件成熟地區(qū)以農民為主體適度推行農業(yè)規(guī)?；洜I，提高農用機械使用效率。從農業(yè)生產投入、農民增收和農村老齡化等方面著手解決好“三農”問題。城市和農村作為一對矛盾統(tǒng)一體，相互影響，相互促進，在一定條件下相互轉化，由此解決“三農”問題不僅僅要從“三農”本身入手，更要從城鄉(xiāng)一體的宏觀視角進行統(tǒng)籌分析，從而為在城鎮(zhèn)化背景下實現農業(yè)供給側結構調整，實現鄉(xiāng)村振興，以城帶鄉(xiāng)，城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展做好鋪墊。